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建立健全生态产品价值实现机制,是深入贯彻践行“绿水青山就是金山银山”理念的重要举措。非木质林产品(non-timber forest product)是指在以森林为核心的生物群落中所能获取的除木材之外的其余各种可以满足人类生存或生产需要的产品与服务,主要包括木本油料、水果、森林药材、竹制品、食用菌、香料、野味等物质类产品以及森林旅游等服务类产品[1]。非木质林产品作为典型的物质供给类生态产品,兼具生态效益与经济效益[2],在促进山区农民增收与林业可持续发展中发挥着重要作用[3−5]。随着集体林权制度改革的深入推进,分山到户使得现有山区农户的非木质林产品以家庭经营为主,存在“多、小、散”等特点[6−7]。由于市场信息存在不对称性,导致小农户难以与市场形成高效对接,普遍存在优质不优价的问题。换言之,山区良好生态资源培育的非木质林产品所带来的品质优势并未体现在价格和销量上,“生态红利”未能得到充分释放。研究表明:组织嵌入显著提高了农户收入。这种促进作用不仅有利于破解农产品“柠檬市场”问题,还可以通过采取集体议价和订单农业等方式降低市场风险[8−9],提升生态产品溢价能力[10]。此外,区域公用品牌也是实现农业绿色生产、提高农户收入及推动乡村振兴的有效手段[11−13]。截至2020年底,浙江省丽水市生态产品价值实现试点的典型模式——“丽水山耕”等系列品牌,累计销售产品超108亿元,平均品牌溢价率超30%。然而,区域公用品牌商标的申请主体多为企业和合作社,农户准入机制尚未明确建立。因此,亟须从组织嵌入视角出发,探索农户参与区域公用品牌,并享受生态产品价值转化红利的有效路径。此外,不同产业组织类型及其利益联结模式对生态产品价值实现的提升效果也存在差异,有必要构建理论分析框架,以更好地诠释产业组织模式对非木质林产品价值实现的异质性影响及区域公用品牌在其中的作用机制。
学者们关于产业组织模式绩效的研究重点聚焦在其对生态化经营[14]、投入产出效率[15]、农产品质量安全[16−17]和绿色生产行为[18−19]等的影响。关于非木质林产品的价值实现,已有研究从问题瓶颈[20]、影响因素[21]和路径机制[22]等方面展开探讨。也有部分学者实证研究了区域公用品牌对农户绿色生产行为[23]以及农民收入增长[24]的影响。综上所述,现有研究均较少从微观视角关注农户参与不同产业组织模式对非木质林产品价值实现的影响差异,对区域公用品牌在其中的作用机制研究也较为缺乏。
相较于以往研究,本研究的边际贡献在于:其一,基于微观大样本实证检验不同产业组织模式对非木质林产品价值实现的影响。其二,分析区域公用品牌在产业组织模式对非木质林产品价值实现影响中的作用机制。其三,从经营规模和销售渠道的视角探讨产业组织模式对不同农户的异质性影响,以期为促进农户非木质林产品价值溢价增值提供科学决策和政策建议。
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根据产业组织理论,按照利益联结主体和紧密程度不同,将产业组织模式归纳为3类:①“市场+农户”的市场交易模式。农户与买家之间不存在合作和契约关系,进行纯粹交易,农户独立生产和销售非木质林产品,随行就市。②“合作社+农户”的横向合作模式。农户作为合作社的成员,享有合作社所提供的生产技术、信息传递等相关服务,部分合作社还会负责产品的集中销售。③“公司+农户”的纵向协作模式。农户与下游公司建立契约关系,公司为农户提供必要的生产资料、技术支持和市场信息等,农户按照契约生产,并将其非木质林产品销售给公司。相比于市场交易模式,横向合作模式和纵向协作模式均能显著提高农户市场地位与产品议价能力[25],但两者因利益联结方式和运作机制存在异质性,导致农户在非木质林产品价值实现过程中的利益存在一定差异。具体而言,在横向合作模式中,合作社除追求经济效益外,还着重关注农村可持续发展,提升社会效益[26],并通过提供交易平台,共享资源、知识和技术,提高农户议价能力,以此为农户争取更高的产品市场价格[27]。尽管合作社在短期内可能面临管理和资金挑战,但它强调长期合作和共同利益使其在发展过程中更加稳定。相比之下,在纵向协作模式中,公司作为 “弱关系”嵌入农户网络之中,公司与农户之间完全以“工具型”关系为纽带,双方之间的联合完全出于利益诉求。这使得组织运行效率完全取决于组织内的激励和监督制度,从而使得合作双方容易因为利益诉求的差异产生摩擦。与公司相比,农户与合作社之间的关系更为直接且更加紧密,因而农户受合作社的影响更大。基于此,本研究提出第1个研究假说H1:相比市场交易模式,横向合作模式和纵向协作模式均对非木质林产品价值实现有促进作用,且横向合作模式的作用效果更显著。
根据原产地效应理论,产品来源地对消费者知觉和购买决策具有较强推动作用。区域公用品牌能够强化特定地区的生态特征、历史传统和生产技术[28],并通过此与非木质林产品价值产生关联。不仅如此,品牌也赋予了产品附加的心理价值[29]。区域公用品牌作为一种与特定地理区域紧密相关的品牌形式,有助于加强消费者与产品之间的情感联系,从而促使消费者愿意支付产品溢价[30]。由此可见,区域公用品牌能够借助地区声誉向市场发送非木质林产品的质量信号,将生态资源优势转化为商品优势和品牌价值收益,实现生态溢价,释放生态红利。区域公用品牌虽然能够带来一定程度的溢价,但准入门槛却存在异质性。分散经营的农户往往因其资源禀赋限制而被排斥在外,难以获得区域公用品牌为非木质林产品带来的溢价效应。产业组织则能够帮助农户通过组织化,克服资源禀赋的束缚,以“合作社+农户”或者“公司+农户”等利益联结方式使用区域公用品牌转化生态产品价值的红利。基于此,提出第2个研究假说H2:农户使用区域公用品牌在产业组织模式对非木质林产品价值实现过程中发挥了中介作用。
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为实现研究目标,按照典型抽样和随机抽样相结合的原则,于2023年7—8月在浙江省选取非木质林产品较为丰富的7个县(市)开展实地调查。首先,根据当地政府部门和乡(镇)代表对当地乡(镇)的介绍以及人均地区生产总值数据,采用分层抽样的方法,选取经济发展水平较高和较低各2个乡(镇)。其次,每个乡(镇)按照村农民人均可支配收入进行分层,随机抽取经济发展较好和较差各1个行政村。最后每个村根据等距抽样选取20户农户作为样本户进行问卷调查。问卷内容涉及农户个人及家庭基本信息、非木质林产品经营、产业组织加入与区域公用品牌使用及农户认知情况等。调查均以调查员与农户一对一访谈形式完成。调查样本为7个县(市)28个乡(镇)56个村820户农户。有效问卷为811份,有效问卷率为98.9%。
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研究表明:物质供给类生态产品价值主要通过市场交易方式实现[31],其价值实现体现为产品中蕴含的绿水青山的生态价值和人工投入的劳动价值,通过市场机制运作获得溢价。因此本研究用销售价格与市场平均价格的差占市场平均价格的比例计算非木质林产品溢价率,以此衡量农户非木质林产品价值实现程度。销售价格为农户当年销售的非木质林产品平均价格,市场平均价格则采用当地专业大户了解的非木质林产品当年市场平均价格。使用该数据的合理性在于部分大户本身就从事产品收购和加工业务,对生态产品外部市场的价格信息较为清楚。
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本研究将“市场+农户”定义为市场交易模式,“合作社+农户”定义为横向合作模式,“公司+农户”定义为纵向协作模式。以市场交易模式为基准组,对参与多种产业组织模式的农户,选择非木质林产品销量最多的产业组织模式作为主要产业组织模式。
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本研究选取的中介变量为是否使用区域公用品牌,“是”赋值为1,“否”赋值为0。其中,本研究数据所使用的区域公用品牌包括村级、县(市)级、省级和国家级4个层级,涵盖全品类和单一品类。
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参考已有研究成果,选取以下变量:①个人和家庭特征(年龄、受教育程度、家庭村干部人数、家庭林业劳动时间、家庭劳动力数量)。②非木质林产品经营特征(经营规模、销售渠道、培训方式、种植阶段、种植年限、种植品种)。③区域虚拟变量。由于不同地区在社会经济发展、自然条件、林业生产经营相关政策存在差异,从而导致不同地区非木质林产品发展水平也存在差异,因此设置县级虚拟变量。关于县级虚拟变量,本研究以开化县作为参照,设置其他6个县级地区变量。
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本研究关注的核心问题是产业组织模式对非木质林产品价值实现的影响,构建最小二乘法(OLS)进行回归估计。模型设定如下:
$$ {P}_{i}={\alpha }_{0}+{\alpha }_{1}{I}_{i}+{\alpha }_{2}{C}_{i}+{\varepsilon }_{i} 。 $$ (1) 式(1)中:i表示农户,被解释变量Pi表示第i个农户的非木质林产品溢价率;核心解释变量Ii表示第i个农户参与的产业组织模式,是市场交易模式、横向交易模式和纵向交易模式3类变量的虚拟变量;解释变量Ci则为影响农户i的非木质林产品溢价率的控制变量,主要包括农户个人特征、家庭特征、经营特征、区域虚拟变量;$ {\alpha }_{0} $为常数项,$ {\alpha }_{1} $和$ {\alpha }_{2} $表示待估计解释变量的回归系数;εi为模型的扰动项。
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根据前文研究假说,借鉴石大千等[32]的方法从区域公用品牌视角验证产业组织模式对非木质林产品价值实现的作用机制。具体实证检验采用3步法验证[33]:①将产业组织模式与非木质林产品价值实现进行回归,若系数显著,则表明产业组织嵌入对非木质林产品价值实现有正向促进作用。②将产业组织嵌入与加入区域公用品牌进行回归,若系数显著,说明产业组织嵌入有助于农户加入区域公用品牌。③将产业组织嵌入和区域公用品牌同时放入模型与非木质林产品溢价率进行回归,若系数不显著或者显著但系数降低了,则证明产业组织嵌入通过影响农户加入区域公用品牌促进非木质林产品溢价率提升。按照上述检验步骤,本研究机制验证模型设定如下:
$$ {P}_{i}={\theta }_{0}+c{I}_{i}+{\gamma }_{0}{C}_{i}+{\mu }_{i} \text{;} $$ (2) $$ {M}_{i}={\theta }_{1}+{{a}{I_{i}}}+{\gamma }_{1}{C}_{i}+{\mu }_{i}\text{;} $$ (3) $$ {P}_{i}={\theta }_{2}+{{c'}{I_{i}}}+{{b}{M_{i}}}+{\gamma }_{2}{C}_{i}+{\mu }_{i}\mathrm{。} $$ (4) 式(2)~(4)中:Mi为中介变量,表示第i个农户经营的非木质林产品的区域公用品牌加入率;θ0、θ1、θ2为常数项;γ0、γ1、γ2、$ a、b、c、c'\mathrm{为}\mathrm{待}\mathrm{估}\mathrm{系}\mathrm{参}\mathrm{数};\mu\mathrm{\mathit{_i}表}\mathrm{示}\mathrm{随}\mathrm{机}\mathrm{扰}\mathrm{动}\mathrm{项} $;其余变量含义与前文基准模型(1)相同。
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本研究所涉及的变量如表1所示。根据描述统计结果,2022年农户平均非木质林产品溢价率为7.64%,60%的农户选择市场交易模式,35%的农户选择横向合作模式,5%的农户选择纵向协作模式。农户中使用区域公用品牌的比例为20%。控制变量中,户主平均年龄为60.63岁,表明农户年龄偏大,其种植经验较为丰富,平均种植经验达18.51 a,平均家庭经营规模为5.19 hm2。
表 1 总体描述性统计
Table 1. General descriptive statistics
变量类型 变量名称 变量含义及赋值 均值 标准差 被解释变量 非木质林产品溢价率 (销售价格−市场平均价格)/
市场平均价格×100%7.64 4.95 核心解释变量 产业组织模式 市场交易模式(以此为基准) 是否“市场+农户”:0为否;1为是 0.60 0.49 横向合作模式 是否“合作社+农户”:0为否;1为是 0.35 0.48 纵向协作模式 是否“公司+农户”:0为否;1为是 0.05 0.21 中介变量 区域公用品牌加入率 是否使用区域公用品牌: 0为否;1为是 0.20 0.40 控制变量 个体基本特征 年龄 户主实际年龄/岁 60.63 9.30 受教育程度 户主受教育年限/a 10.21 3.65 家庭基本特征 家庭村干部数量 家庭村干部数量/人 1.29 0.53 家庭劳动力数量 家庭参与劳动数量/人 2.64 1.06 家庭林业劳动时间 家庭1 a中林业劳动时间/月 6.87 3.98 经营特征 种植经验 农户种植年限/a 18.51 14.09 经营规模 家庭经营种植面积/hm2 5.19 21.19 种植阶段 1为盛果期;2为初果期;
3为幼苗期;4为衰退期1.81 1.25 参加培训形式 0为不参加培训;1为线上理论;
2为线下理论;3为线下示范1.55 0.99 销售渠道 非木质林产品主要销售方式:
1为线下销售;2为线上销售1.30 0.69 说明:数据来源于农户调研。 -
表2对不同产业组织模式下的非木质林产品溢价率、加入区域公用品牌情况分别进行了统计。市场交易模式、横向合作模式和纵向协作模式的样本数分别为491、283、37个。表2表明:横向合作模式和纵向协作模式非木质林产品溢价率显著高于市场交易模式,横向交易模式溢价率为11.12%,纵向协作模式溢价率为8.59%。在区域公用品牌加入率方面,纵向协作模式比例最高,达62%,横向协作模式区域公用品牌加入率为43%,市场交易模式仅为3%。
表 2 关键变量描述性统计
Table 2. Descriptive statistics of key variables
变量类型 变量名称 市场交易模式 横向合作模式 纵向协作模式 均值 标准差 均值 标准差 均值 标准差 被解释变量 非木质林产品溢价率 5.57 3.36 11.12 5.41 8.59 3.80 中介变量 区域公用品牌加入率 0.03 0.17 0.43 0.50 0.62 0.49 说明:数据来源于农户调研。市场交易模式、横向合作模式和纵向协作模式的样本数分别为491、283、37个。 -
本研究使用Stata18软件,采用OLS估计方法对811份农户数据展开逐步回归分析,得到基准回归结果(表3)。3列的估计结果均表明:相比于市场交易模式,横向合作模式和纵向协作模式均在1%的水平上对非木质林产品溢价率有显著正向影响。由表3可知:与市场交易模式相比,横向合作模式和纵向协作模式会显著提升非木质林产品溢价率。具体而言,横向合作模式和纵向协作模式分别使得非木质林产品溢价率提升1.327个百分点和1.017个百分点。同时,横向合作模式的系数大于纵向协作模式,表明横向合作模式对非木质林产品溢价的促进效果比纵向协作模式更好。H1得到验证。这表明“合作社+农户”“公司+农户”等紧密型产业组织模式均能有效弥补农户在组织结构上的不足[34],提高农户非木质林产品的溢价能力,从而促进其价值实现。不仅如此,由于利益联结方式的不同,合作社对农户非木质林产品溢价率的提升效果更加显著。
表 3 基准回归结果
Table 3. Baseline regression results
变量名称 溢价率(1) 溢价率(2) 溢价率(3) 变量名称 溢价率(1) 溢价率(2) 溢价率(3) 横向合作模式 5.547(0.356)*** 4.639(0.354)*** 1.327(0.215)*** 种植年限 −0.009(0.007) 纵向协作模式 3.019(0.635)*** 2.819(0.671)*** 1.017(0.386)*** 种植阶段 0.074(0.061) 年龄 −0.011(0.010) 培训方式 0.171(0.068)** 受教育程度 0.018(0.027) 销售渠道 1.935(0.118)*** 家庭村干部人数 0.701(0.152)*** 品种 未控制 未控制 已控制 家庭劳动力人数 −0.072(0.073) 地区虚拟变量 未控制 已控制 已控制 种植面积 0.001(0.000)*** 常数项 5.570(0.152)*** 5.509(0.302)*** 13.29(1.053)*** 林业劳动时间 0.010(0.021) R2 0.280 0.405 0.842 说明:括号内为标准误。溢价率(1)、溢价率(2)、溢价率(3)分别表示不控制任何变量、控制地区虚拟变量、控制所有控制变量的结果。空白处即为未控制该变量。***和**分别表示1%和5%的显著性水平。样本量为811个。 -
本研究采用中介效应模型检验产业组织模式对非木质林产品价值实现的影响以及区域公用品牌在其中的作用机制,回归结果如表4所示。与基准回归结果相比,将区域公用品牌引入模型后,横向合作模式的边际效应较未引入机制变量前有所降低(由1.327降低到0.954),纵向协作模式系数不显著。同时,区域公用品牌对非木质林产品价值实现的影响在1%显著水平上为正,这说明区域公用品牌的使用与非木质林产品溢价率提升有关。回归结果也表明:与市场交易模式相比,横向合作模式和纵向协作模式也会促进参与区域公用品牌。以上结果表明:加入区域公用品牌在横向合作模式和纵向协作模式促进非木质林产品价值实现中发挥着中介作用。H2得以验证。
表 4 区域公用品牌的机制检验
Table 4. Mechanism test of regional public brand
变量名称 溢价率(1) 区域公用品
牌加入率(2)溢价率(3) 变量名称 溢价率(1) 区域公用品
牌加入率(2)溢价率(3) 横向合作模式 1.327(0.215)*** 0.352(0.042)*** 0.954(0.240)*** 地区虚拟变量 已控制 已控制 已控制 纵向协作模式 1.017(0.386)*** 0.446(0.091)*** 0.543(0.422) 常数项 13.29(1.053)*** 0.414(0.143)*** 12.85(1.068)*** 区域公用品牌加入率 1.062(0.255)*** R2 0.842 0.403 0.846 控制变量 已控制 已控制 已控制 说明:括号内为标准误。溢价率(1)、溢价率(3)分别表示引入区域公用品牌加入率这一机制变量前后的结果。区域公用品牌加入率(2)表示不同产业组织模式对农户区域公用品牌加入的影响。***表示1%的显著性水平。样本量为811个。 -
本研究采用替换变量进行稳健性检验。通过替换被解释变量非木质林产品溢价率为非木质林产品经营收入进行估计。稳健性检验结果如表5所示。横向合作模式和纵向协作模式均在1%显著水平上对非木质林产品价值实现有正向促进作用,与基准回归结果基本一致,即本研究的实证估计结果是稳健的。
表 5 稳健性检验结果
Table 5. Robustness test results
变量名称 非木质林产品
经营收入(1)非木质林产品
经营收入(2)非木质林产品
经营收入(3)变量名称 非木质林产品
经营收入(1)非木质林产品
经营收入(2)非木质林产品
经营收入(3)横向合作模式 0.784 (0.131) *** 0.994 (0.150) *** 0.782 (0.166) *** 地区虚拟变量 未控制 已控制 已控制 纵向协作模式 2.570 (0.371) *** 2.682 (0.350) *** 1.910 (0.341) *** 常数项 9.743 (0.065) *** 9.046 (0.167) *** 9.110 (0.684) *** 控制变量 未控制 未控制 已控制 R2 0.116 0.191 0.367 说明:括号内为标准误。非木质林产品经营收入(1)、非木质林产品经营收入(2)、非木质林产品经营收入(3)分别表示不控制任何变量、控制地区虚拟变量、控制所有控制变量的结果。***表示1%的显著性水平。样本量为811个。 -
基于前文理论机制分析与研究假说,对农户非木质林产品经营规模和销售渠道进行分组,讨论产业组织嵌入对非木质林产品价值实现影响的异质性。其中,经营规模按照种植面积是否超过均值 (5.19 hm2),划分为规模户组 (>5.19 hm2)和普通户组 (≤5.19 hm2)。销售渠道按照是否通过互联网销售分为线上销售组和线下销售组。
表6表明:对普通户组而言,横向合作模式和纵向协作模式对非木质林产品溢价率影响均在1%水平上显著为正,且普通户组系数均大于规模户组,表明其对溢价率的提升效果均大于规模户组。可能的原因在于普通规模农户借助紧密型产业组织能获得更高的质量溢价,因而非木质林产品价值实现效果更显著。销售渠道分组回归结果表明:线上销售组中横向合作模式和纵向协作模式分别在1%和5%显著水平上对非木质林产品溢价率有正向促进作用,线下销售组中横向合作模式和纵向协作模式分别在1%和10%显著水平上对非木质林产品溢价率有正向促进作用,线上销售组回归系数均大于线下销售组,表明通过互联网销售的非木质林产品相比于只在线下销售的非木质林产品,其溢价效果更为显著,与蒋玉等[35]的研究结论一致。
表 6 异质性检验
Table 6. Heterogeneity test
变量名称 经营规模 销售渠道 规模户组 普通户组 线上销售组 线下销售组 横向合作模式 1.230 (0.499) ** 1.306 (0.250) ***1.508 (0.497) *** 1.275 (0.222)*** 纵向协作模式 0.504 (0.640) 1.373 (0.459)*** 1.434 (0.698) ** 0.871 (0.490) * 控制变量 已控制 已控制 已控制 已控制 地区虚拟变量 已控制 已控制 已控制 已控制 常数项 11.81 (2.531) *** 13.52 (1.208) *** 6.635 (0.952) *** 21.84 (1.403)*** R2 0.883 0.843 0.529 0.817 说明:括号内为标准误。***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平。规模经营组和普通户组的样本量分别为110和701个;线上销售组和线下销售组的样本量分别为373和438个。 -
本研究以浙江省为例,分析了产业组织模式对非木质林产品价值实现的影响及区域公用品牌在其中的作用机制,并识别了不同经营规模、销售渠道对非木质林产品价值实现的差异。得出以下结论:①与市场交易模式相比,横向合作模式和纵向协作模式对农户非木质林产品价值实现均有显著的正向影响,且横向合作模式的作用效果更明显。②使用区域公用品牌在不同产业组织模式对非木质林产品价值实现影响过程中均起到中介作用。③经营规模、销售渠道的不同使得非木质林产品价值实现的效果也存在差异。具体而言,对于经营规模小、采用互联网销售的农户,产业组织嵌入对非木质林产品价值实现效果更显著。
基于上述研究结论,得到如下政策启示:①积极推广“合作社+农户”和“公司+农户”组织模式,持续提高农户的组织化程度。鼓励农户加入合作社或与公司对接,特别是加入合作社,加强农户与合作社之间的利益共享机制,确保农户能够充分受益于合作社提供的服务与市场信息,享受生态产品价值转化红利。②充分发挥区域公用品牌的溢价能力。鼓励合作社与公司积极参与到区域品牌的建设与运营中,充分发挥产业组织在规模化、标准化与品牌化生产运营中的优势,借助产业组织完善区域公用品牌市场化运作体系,扩大区域公用品牌对农户生态产品价值实现的影响力。③鼓励农户积极参与线上销售。通过建立透明、高效的互联网信息共享平台,弥合市场需求与农户生产之间的市场信息差距,引导农户及时高效销售优质生态产品,实现从生产端到消费端的价值转化。
Impact of industrial organization models on the value realization of non-timber forest products
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摘要:
目的 探究不同产业组织模式对非木质林产品价值实现的影响及作用机制,明确非木质林产品等物质类生态产品价值实现有效路径。 方法 基于2022年浙江省7个县(市) 811份农户调研数据,实证分析不同产业组织模式对非木质林产品价值实现的影响以及区域公用品牌在其中发挥的作用。 结果 相对“市场+农户”的市场交易模式,“合作社+农户”的横向合作模式和“公司+农户”的纵向协作模式均对非木质林产品价值实现具有显著正向影响;机制验证表明:区域公用品牌在产业组织对非木质林产品价值实现过程中起到中介作用;异质性检验发现:经营规模小、采用互联网销售农户的非木质林产品溢价效果更显著。 结论 产业组织能够通过促进农户加入区域公用品牌,从而推动非木质林产品价值实现。据此,提出在提高农户组织化程度的同时,需要加强区域公用品牌建设,优化销售渠道等政策启示。表6参35 Abstract:Objective This study aims to explore the impact of various industrial organization models on the value realization of non-timber forest products and their mechanism of action, and to clarify effective pathways for the value realization of material-based ecological products. Method Based on the survey data of 811 farming households from 7 counties (cities) in Zhejiang Province in 2022, this study empirically analyzed the impact of different industrial organization models on the value realization of non-timber forest products, as well as the role of regional public brands in this process. Result Both horizontal cooperation (cooperative + farmer) and vertical collaboration (company + farmer) models had significant positive effects on the value realization of non-timber forest products. Mechanism verification showed that regional public brands played a mediating role in the value realization process of non-timber forest products by industrial organizations. Heterogeneity tests revealed that the premium effect of non-timber forest products sold by farmers with small operation scale and through the Internet was more significant. Conclusion Industrial organizations can facilitate the value realization of non-timber forest products by promoting farmers’ participation in regional public brands. Therefore, it is suggested that while improving the organization degree of farmers, it is necessary to strengthen the construction of regional public brand and optimize sales channels. [Ch, 6 tab. 35 ref.] -
陆地棉Gossypium hirsutum是主要的经济作物之一,在经济发展过程中占有重要地位。而今因优质耕地面积减少导致的粮棉争地问题日益突出,中国陆地棉产区又整体呈现西北内陆棉区面积不断扩大,黄河、长江棉区面积持续减少的趋势[1]。在西北内陆地区栽培早熟棉能充分发挥其可晚播的特点,减少因早春干燥、降温,以及晚霜等原因造成的育苗病虫害,降低杀虫剂施用量[2],增加霜前开花率并改善陆地棉品质[3]。因此,筛选早熟棉对提高耕地利用效率具有重要意义[4]。
植物从生理生长转向生殖生长的过程为开花[5],受环境激素影响[6],目前较为广泛的调控开花途径是光周期途径、春化途径、自主途径及年龄途径等[7]。自主及春化途径主要通过开花抑制基因FLC位点进行[8],FLC调控FT和SOC1抑制开花[9],受光周期途径正向调控[10],可被FLD等通路抑制[11]。光周期靠CO/FT表达改变模式[12]。CO是光周期的核心基因[13],其蛋白有2个锌指结构域正向调控FT[14−15],N端蛋白控制光稳定,C端CCT区域用于核定位[16]。对拟南芥Arabidopsis thaliana研究表明:CCA1/LHY在TOC1上游调控光形态建成抑制其节律[17−18]。激活CCA1/LHY和TOC1翻译组蛋白可调控昼夜节律[19]。RVE8/LCL5也可通过结合TOC1启动子调节昼夜节律[20],节律核心基因限制TOC1的降解[21]。TOC1和CCA1的mRNA转录水平受Hesp调控[22]。
PRR亚家族成员是生物钟重要组分。中心环CCA1和LHY通过结合启动子负调控TOC1(APRR1)[23]。CCA1和LHY是PRR9、PRR7的正调控因子[24],也可能是PRR5的正调控因子。3个PRR基因通过结合启动子负调控CCA1和LHY[25]。PRR5促进TOC1积累使其稳定[26],PRR3和PRR5阻断TOC1与ZTL互作使其稳定[24]。对玉米Zea mays研究表明:PRR家族成员参与包括光响应在内的多种信号传导[27]。对大豆Glycine max研究表明:PRR家族CCT结构缺失与无意义突变影响开花时间[28]。对大白菜Brassica pekinensis[29]、大豆突变体[30]研究也表明:TOC1可控制早花,参与非生物胁迫应答[31]。
陆地棉中开花相关基因大多数属于光周期和生物钟相关途径[32]。前人对陆地棉中光周期通路CO[33]、FT[34],赤霉素途径FPF1[35]、SPL3[36]和部分MADS-box[37−38]家族基因进行研究,说明研究开花通路相关基因具有重要意义。结合生物信息学分析的基因功能研究有助于更好地理解基因功能[39−40]。本研究将从陆地棉群体高密度遗传图谱[41]及数量性状基因座(QTL)定位[42]中发掘陆地棉中拟南芥TOC1(APRR1)的同源基因GhPRR9进行家族分析和功能验证,预测GhPRR9的结构及可能行使的功能,并对GhPRR9功能加以验证,为培育早熟棉提供一定的理论参考。
1. 材料与方法
1.1 生物信息学分析
陆地棉全基因组数据下载于Cottongen[43],拟南芥全基因组数据下载于TAIR[44],水稻Oryza sativa、草棉Gherbaceum、可可Theobroma caca、玉米、大豆、毛果杨Populus trichocarpa基因组数据下载于Phytozome[45]。
根据拟南芥PRR亚家族的定义,在Pfam上获得CCT (PF06203)和REC (PF00072)结构域隐马模型,用HMMER扫描整个陆地棉基因组取交集,利用在线工具[46]鉴别所筛选出的基因是否同时包含CCT和REC结构域,最终得到GhPRR家族基因成员。使用ExPASY网站[47]分析工具和WoLF对家族成员进行蛋白理化性质分析。
用MEGA[48]对8个物种的PRR亚家族蛋白进行多序列比对,邻接法JJT模型构建系统进化树,校验重复100次。用DNAMAN进行保守序列比对和绘制。
利用TBtool[49]软件制作染色体定位图和domain结构;使用MEME[50]网站分析家族成员所含Motif并进行可视化。使用Plant Care[51]分析GhPRR亚基因家族上游2 000 bp顺式启动子元件,使用TBtools进行可视化。在美国国家生物技术信息中心(NCBI)数据库中下载陆地棉相关的表达数据(序列号:PRJNA490626,编号:490626),用TBtools绘制热图。
1.2 拟南芥阳性植株构建
提取陆地棉标准系‘TM-1’花蕾RNA,并用试剂盒(CAT#037A)反转录得到底物。使用Primer 5设计引物并扩增目标片段。使用TaKaRa纯化试剂盒(9761)纯化片段,pMD18-T Vector Cloning Kit (CAT# 6011)连接T载。热激法转化DH5α感受态菌株,活化涂板后挑单菌落进行菌液PCR分析,选取合理条带单克隆测序。
以T载为模板克隆片段并连接至过表达载体,热激转化农杆菌Agrobacterium tumefaciens GV3101,筛选阳性单克隆后取带花序的健康拟南芥提前剪下角果。浸入活化农杆菌液侵染1 min,沥干后黑暗1 d正常培养,收集种子为T0代。消毒播种T0代种子至相应抗性培养基上,其中,正常生长幼苗转入正常条件培养。筛选并验证拟南芥的阳性植株,成熟后收取T1代种子,如此培养至T3代。
1.3 启动子分析及GUS染色
从陆地棉基因组中提取GhPRR9起始密码子上游2 000 bp片段并预测顺式启动子元件。从陆地棉标准系‘TM-1’叶片DNA中分别克隆以起始编码为原点,长500、1 000、1 500和2 000 bp的片段,XcmⅠ酶切链接载体pCXGUS-P,热激法转入大肠埃希菌Escherichia coli,测序无误后将质粒转入农杆菌中侵染拟南芥得到种子。在卡那霉素培养基上播种筛选阳性植株培养至开花,取相关组织染色并观察。
1.4 烟草瞬时转化
将完成转化的表达载体以及绿色荧光蛋白(GFP)空载体通过热激法转入农杆菌菌株GV3101。培养后离心收集菌体重新悬浮,注射幼嫩烟草下表皮。注射后的烟草黑暗培养1 d后恢复正常光照周期。取下表皮制成临时切片,在激光共聚焦显微镜(LSM880)下观察记录影像。
1.5 实时荧光定量PCR (RT-qPCR)分析
相对定量使用2−ΔΔCt法,内参基因为GhHistone3 (陆地棉)和AtUBQ5 (拟南芥)。扩增程序为95 ℃ 30 s,95 ℃ 15 s,60 ℃ 30 s,共40个循环。
陆地棉时空表达分析取样:选取4个品种陆地棉材料的不同器官组织,每个品种20株随机取样,混合研磨。日周期节律分析:取三叶期的陆地棉标准系‘TM-1’植株,在人工气候室中培养1周后,隔4 h取1次顶芽,重复3株混样研磨。
1.6 病毒诱导沉默(VIGS)株系的构建
用SGN VIGS Tool设计最佳VIGS片段。以测序正确的T载为模板进行扩增,SpeI和AscI酶切位点链接到pCLCrVA载体并转化至农杆菌LBA4404中。pCLCrVA-GhPRR9、pCLCrVA、pCLCrVA-PDS重悬液分别与pCLCrVB的重悬液按体积比1∶1混合均匀。
选取子叶完全展平,第1片真叶尚未完全显形的健康植株进行注射。侵染后的陆地棉设置辅助对照、沉默株、烟草花叶病毒株和空白对照植株,避光培养1 d后转入正常光照培养至开花,记录现蕾开花时间。
2. 结果与分析
2.1 陆地棉GhPRR亚家族基因特性分析
2.1.1 陆地棉GhPRR亚家族成员鉴定及定位分析
在陆地棉全基因组中共鉴定到14个PRR亚基因家族成员,分别命名为GhPRR1~GhPRR14 (表1)。理化性质分析显示:PRR亚家族成员蛋白有552~775个氨基酸,相对分子量为60.76~85.30 kDa,平均等电点为6.77,酸性蛋白8个,碱性蛋白6个。亚细胞定位结果显示:有11个蛋白定位于细胞核中,2个定位于叶绿体,1个定位于内质网。
表 1 GhPRR亚家族蛋白理化性质Table 1 Physicochemical properties of protein in GhPRR subfamily蛋白名称 染色体位置 等电点 分子量/kDa 氨基酸/个 亚细胞定位 亲水性 GhPRR1 ChrA03 5.49 53.53 487 细胞核 −0.876 GhPRR2 ChrA05 7.32 76.62 696 细胞核 −0.725 GhPRR3 ChrA05 8.07 81.80 743 叶绿体 −0.738 GhPRR4 ChrA05 8.55 60.76 552 细胞核 −0.834 GhPRR5 ChrA09 6.33 73.66 669 内质网 −0.592 GhPRR6 ChrA11 6.53 68.72 625 细胞核 −0.565 GhPRR7 ChrA11 5.16 73.11 665 细胞核 −0.688 GhPRR8 ChrA11 6.84 82.54 750 细胞核 −0.689 GhPRR9 ChrD03 5.66 61.96 563 细胞核 −0.743 GhPRR10 ChrD09 7.11 85.30 775 叶绿体 −0.677 GhPRR11 ChrD11 7.56 70.20 638 细胞核 −0.692 GhPRR12 ChrD11 5.62 72.77 661 细胞核 −0.622 GhPRR13 ChrD11 7.91 76.08 691 细胞核 −0.680 GhPRR14 ChrD12 6.67 70.92 645 细胞核 −0.742 用TBtools绘制出染色体定位图(图1A),可观察到GhPRR家族基因保守分布在染色体两端,14个成员分布在8条染色体上,A亚族8个,D亚族6个,其中Chr A05、Chr A11、Chr D11染色体上分别拥有3个该家族的基因,其余染色体均为1个,表明GhPRR亚家族在陆地棉AD亚基因组上呈现不完全均匀分布。
2.1.2 陆地棉GhPRR亚家族进化树及蛋白序列对比
从水稻、拟南芥、玉米、草棉、可可、大豆、毛果杨中分别鉴定出5、6、9、9、24、35、49个PRR亚家族成员,与陆地棉GhPRR亚家族成员蛋白构建系统进化树(图1B)。聚类结果显示:陆地棉GhPRR亚家族进化关系最接近的物种是草棉和可可。不同物种中该基因家族成员的数量差异较为明显,也体现出PRR家族成员在不同物种中的多样性。
多重序列比对(图1C)显示:陆地棉GhPRR亚家族蛋白共有4处位点保守性较强,其中有2个高度保守的g位点,说明该家族拥有2段特征结构域(REC与CCT)。
2.1.3 陆地棉GhPRR亚家族成员结构分析
蛋白结构分析显示:14个蛋白均含有CCT结构域(图2A)。GhPRR6、GhPRR1、GhPRR2、GhPRR4、GhPRR8和GhPRR13含有REC超家族结构域(cl19078),其余成员含有psREC_PRR结构域(cd17852,属cl19078超家族),亚家族成员有一定的保守性,REC结构域主要功能为核酸识别,CCT结构域主要标志转录因子,以上2个结构的保守性显示了该家族成员的功能。
MEME分析共得到5个保守基序(图2B)。除GhPRR5外其余成员均含有Motif 2和Motif 5。GhPRR1仅有Motif 1,没有Motif 3和Motif 4,GhPRR4没有Motif 1、Motif 3和Motif 4,其余成员都拥有Motif 1、Motif 3和Motif 4。
基因结构(图2C)显示:该亚家族成员GhPRR1外显子最少(5个),GhPRR2最多(11个),其中,5个成员有8个外显子,3个成员有9个外显子,2个成员有7个外显子,2个成员有6个外显子。最长外显子在3′端较为保守,结构相似度和进化关系基本一致。
2.1.4 陆地棉GhPRR亚家族启动子顺式元件分析
使用Plant Care对陆地棉GhPRR亚家族成员上游2 000 bp顺式启动子元件进行分析(图2D)发现:主要存在三类顺式元件,一是生长发育响应元件,如光响应元件、生物钟控件;二是激素响应元件,如赤霉素、脱落酸等响应元件;三是非生物胁迫元件,如逆境、盐胁迫等响应元件。其中光响应元件最多(184个),其次为赤霉素响应元件(28个)。说明该亚家族成员主要参与光响应和赤霉素通路。
2.1.5 陆地棉GhPRR亚家族成员表达分析
利用公开的转录组数据对陆地棉GhPRR亚家族成员进行组织表达分析(图2E)发现:不同成员组织表达水平差异较大。其中茎叶和花药中表达量最高的是GhPRR4,最少的分别是GhPRR8、GhPRR3和GhPRR2。GhPRR13和GhPRR9在花丝、花苞、花萼中表达量较高,GhPRR2和GhPRR6最少。根中GhPRR13表达量最多,GhPRR7最少,雌蕊花托中GhPRR13表达量最高,GhPRR12和GhPRR2最少。GhPRR4、GhPRR11和GhPRR6可能主要作用于维管组织,GhPRR13和GhPRR9可能作用于花器官组织。
时间表达模式分析(图2F)显示:除GhPRR7、GhPRR12、GhPRR2、GhPRR3和GhPRR10外,GhPRR亚家族其他成员表达量均呈现开花前3 d至开花后1 d逐渐增加,开花后3~5 d逐渐降低的趋势,说明其可能集中在开花前和开花时发挥作用。GhPRR7主要作用在开花后5 d及之后,GhPRR12和GhPRR2可能较少参与开花过程。胚珠中GhPRR13表达量在第10天达到顶峰,说明它在胚珠发育前期可能发挥着一定的作用,GhPRR10、GhPRR5、GhPRR9、GhPRR18、GhPRR3、GhPRR4和GhPRR14也呈现相似的趋势,说明这些基因可能拥有类似的作用模式。纤维发育期间,GhPRR13、GhPRR10和GhPRR4表达量较高,说明这些基因可能参与纤维发育调控。时间模式上,GhPRR13在10~25 d纤维中表达量持续下降,而GhPRR10和GhPRR4则表现出持续上升的趋势,可知GhPRR10和GhPRR4可能参与纤维发育的后期调控,而GhPRR13则参与早期的纤维发育调控。丰富的时空表达说明陆地棉GhPRR家族成员广泛参与到开花前后、胚珠和纤维的发育过程中。
2.2 GhPRR9基因启动子和表达特性分析
使用Plant Care在线工具对该基因上游2 000 bp进行启动子顺式元件分析(表2),发现拟南芥AtTOC1的同源基因GhPRR9上存在着大量的光响应元件,说明光对该基因的转录有着重要的调控作用。除此之外,在GhPRR9基因的启动子区域还存在茉莉酸等激素响应元件,说明该基因可能参与激素相关通路的调节。
表 2 GhPRR9启动子顺式元件预测Table 2 Cis-acting element prediction of GhPRR9 promoter名称 起始位置/bp 所在链 功能 名称 起始位置/bp 所在链 功能 ARE 43 − 厌氧胁迫响应 TATA-box 635 − 核心元件 P-box 1 121 − 赤霉素响应 TATA-box 636 − 核心元件 G-box 167 + 光响应 Sp1 1 057 − 光响应 G-box 1 070 + 光响应 G-Box 1 009 − 光响应 A-box 882 − 顺式调节 ABRE 168 + 脱落酸响应 TCCC-motif 871 + 光响应 TGACG-motif 878 + 茉莉酸响应 CAAT-box 249 + 增强区域 TGACG-motif 1 991 − 茉莉酸响应 CAAT-box 354 + 增强区域 Box Ⅱ 1 007 − 光响应 AE-box 535 − 光响应 Box 4 419 + 光响应 GATA-motif 710 + 光响应 MRE 1 513 − 光响应MYB结合 ATCT-motif 1 343 − 光响应 CGTCA-motif 878 − 茉莉酸响应 TATA-box 634 − 核心元件 对陆地棉标准系‘TM-1’进行荧光定量分析(图3A)表明:GhPRR9在花丝、萼片、花托中表达量较高,叶片最低,表明GhPRR9可能更多参与陆地棉的生殖生长。
对在人工光照条件下陆地棉三叶期标准系‘TM-1’顶芽隔4 h取样并进行荧光定量分析(图3B)表明:GhPRR9在光照开始后逐渐积累,并在中午达到顶峰,之后慢慢下降,在光周期内的表达呈现出一定的周期性。
进一步对GhPRR9早熟品种‘中50’‘ZHONG 50’、‘中58’‘ZHONG 58’和晚熟品种‘TM-1’、‘豫棉21号’‘YM21’的表达量分析发现:GhPRR9在早熟品种中表达量显著高于晚熟品种(图3C),说明GhPRR9和早熟性状呈正向相关。
将未转化的GFP质粒和35S::GhPRR9-GFP质粒分别转入农杆菌GV3101,并侵染烟草叶片组织,制作表皮切片置于激光共聚焦显微镜下发现:对照组分布于整个细胞中,而GFP融合蛋白荧光仅分布于细胞核(图3D)。
截取GhPRR9不同长度的启动子与携带GUS报告基因的质粒进行重组,分别转入农杆菌GV3101后通过沾花法侵染拟南芥,获得纯合转基因株系染色观察,结果显示上游500 bp启动子几乎没有表达(图3E),而上游2 000 bp的启动子着色程度最深,说明GhPRR9启动子上游500~2 000 bp内可能存在关键调控元件诱导基因的表达。
2.3 GhPRR9在拟南芥中的功能分析
将拟南芥GhPRR9过表达株系培养至抽薹,并观察表型性状(图4A)发现:过表达株系GhPRR9表达量比野生型明显提高(图4B),且转基因过表达株系连座叶数量明显减少(图4C),抽薹时间和开花提前(图4D和图4E),首花抽薹高度极显著矮于野生型(图4F,P<0.01),说明GhPRR9正向调控植物的早花性状。过表达GhPRR9能促进开花关键基因LFY与FT表达(图4G和图4H),表明GhPRR9也可能通过影响关键基因表达调控通路进而影响开花时间。
2.4 病毒诱导(VIGS)的GhPRR9基因沉默实验
对VIGS沉默株系进行表达量检测发现:沉默株系中,GhPDS株系出现白化表型(图5A),且GhPRR9的表达量极显著降低(图5B,P<0.01),表明GhPRR9基因成功得到了沉默。与对照株系相比,沉默株系现蕾时间延迟约3~4 d,开花时间延迟约2~5 d,表明沉默GhPRR9可推迟开花时间,反向证明其调节陆地棉早花的功能。
3. 讨论
本研究共鉴定出陆地棉14个GhPRR亚家族成员,成员含有CCT和REC保守结构域,说明其行使转录因子功能。转录组分析显示:大部分成员主要在开花前的茎叶、纤维发育后期和胚珠发育中期发挥作用,表明大部分成员可能存在功能冗余或协同拮抗作用。启动子元件分析显示:陆地棉GhPRR亚家族可能频繁地参与光感效应相关的生理过程,这与在拟南芥的结果中一致,据此可推测其与拟南芥同源基因作用相似。进化分析表明:陆地棉GhPRR亚家族成员基因数量多于拟南芥。前人研究也发现:棉花基因组进化加倍使该家族基因得到了扩增[52]。
对过表达株系研究发现:抽薹日期、开花日期都稍有提前,抽薹高度显著高于同期野生型植株,证明GhPRR9可以使拟南芥花期提前。构建GFP表达载体侵染烟草叶片,表明GhPRR9蛋白定位于细胞核,与生物信息学分析相互印证,进一步确认该基因行使转录因子的功能。对GhPRR9基因1 d内表达水平分析显示:光暗交替条件下基因表达量存在着周期性变化,按照其表达模式推断该基因在光照开始后积累,中午达到顶峰后慢慢下降,这与拟南芥同源基因的表达模式[53]相似,据此推测,陆地棉早花基因GhPRR9可能与拟南芥中的同源基因行使着类似的功能。陆地棉三叶期叶片的基因表达量结果显示:GhPRR9基因在早熟种中表达量高于晚熟种,据此可推断其与早熟性状有正向关联。构建VIGS株系发现:沉默株系高度降低,生育期推迟,反向证明了其促进生育期的功能。启动子分析显示:光和赤霉素可能影响该基因的转录。GUS染色结果显示:启动子上游500~2 000 bp可能存在关键调控元件。有研究显示:陆地棉转录因子与通路主要基因启动子的结合可随温度产生变化[54],且同源转录因子可能存在相互调控的作用[55]。
4. 结论
本研究预测了陆地棉GhPRR亚家族的功能和作用模式,找到拟南芥早花基因AtTOC1的陆地棉同源基因GhPRR9,并成功克隆,构建遗传转化株系对其功能进行验证显示:GhPRR9对早花性状存在正向促进作用。
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表 1 总体描述性统计
Table 1. General descriptive statistics
变量类型 变量名称 变量含义及赋值 均值 标准差 被解释变量 非木质林产品溢价率 (销售价格−市场平均价格)/
市场平均价格×100%7.64 4.95 核心解释变量 产业组织模式 市场交易模式(以此为基准) 是否“市场+农户”:0为否;1为是 0.60 0.49 横向合作模式 是否“合作社+农户”:0为否;1为是 0.35 0.48 纵向协作模式 是否“公司+农户”:0为否;1为是 0.05 0.21 中介变量 区域公用品牌加入率 是否使用区域公用品牌: 0为否;1为是 0.20 0.40 控制变量 个体基本特征 年龄 户主实际年龄/岁 60.63 9.30 受教育程度 户主受教育年限/a 10.21 3.65 家庭基本特征 家庭村干部数量 家庭村干部数量/人 1.29 0.53 家庭劳动力数量 家庭参与劳动数量/人 2.64 1.06 家庭林业劳动时间 家庭1 a中林业劳动时间/月 6.87 3.98 经营特征 种植经验 农户种植年限/a 18.51 14.09 经营规模 家庭经营种植面积/hm2 5.19 21.19 种植阶段 1为盛果期;2为初果期;
3为幼苗期;4为衰退期1.81 1.25 参加培训形式 0为不参加培训;1为线上理论;
2为线下理论;3为线下示范1.55 0.99 销售渠道 非木质林产品主要销售方式:
1为线下销售;2为线上销售1.30 0.69 说明:数据来源于农户调研。 表 2 关键变量描述性统计
Table 2. Descriptive statistics of key variables
变量类型 变量名称 市场交易模式 横向合作模式 纵向协作模式 均值 标准差 均值 标准差 均值 标准差 被解释变量 非木质林产品溢价率 5.57 3.36 11.12 5.41 8.59 3.80 中介变量 区域公用品牌加入率 0.03 0.17 0.43 0.50 0.62 0.49 说明:数据来源于农户调研。市场交易模式、横向合作模式和纵向协作模式的样本数分别为491、283、37个。 表 3 基准回归结果
Table 3. Baseline regression results
变量名称 溢价率(1) 溢价率(2) 溢价率(3) 变量名称 溢价率(1) 溢价率(2) 溢价率(3) 横向合作模式 5.547(0.356)*** 4.639(0.354)*** 1.327(0.215)*** 种植年限 −0.009(0.007) 纵向协作模式 3.019(0.635)*** 2.819(0.671)*** 1.017(0.386)*** 种植阶段 0.074(0.061) 年龄 −0.011(0.010) 培训方式 0.171(0.068)** 受教育程度 0.018(0.027) 销售渠道 1.935(0.118)*** 家庭村干部人数 0.701(0.152)*** 品种 未控制 未控制 已控制 家庭劳动力人数 −0.072(0.073) 地区虚拟变量 未控制 已控制 已控制 种植面积 0.001(0.000)*** 常数项 5.570(0.152)*** 5.509(0.302)*** 13.29(1.053)*** 林业劳动时间 0.010(0.021) R2 0.280 0.405 0.842 说明:括号内为标准误。溢价率(1)、溢价率(2)、溢价率(3)分别表示不控制任何变量、控制地区虚拟变量、控制所有控制变量的结果。空白处即为未控制该变量。***和**分别表示1%和5%的显著性水平。样本量为811个。 表 4 区域公用品牌的机制检验
Table 4. Mechanism test of regional public brand
变量名称 溢价率(1) 区域公用品
牌加入率(2)溢价率(3) 变量名称 溢价率(1) 区域公用品
牌加入率(2)溢价率(3) 横向合作模式 1.327(0.215)*** 0.352(0.042)*** 0.954(0.240)*** 地区虚拟变量 已控制 已控制 已控制 纵向协作模式 1.017(0.386)*** 0.446(0.091)*** 0.543(0.422) 常数项 13.29(1.053)*** 0.414(0.143)*** 12.85(1.068)*** 区域公用品牌加入率 1.062(0.255)*** R2 0.842 0.403 0.846 控制变量 已控制 已控制 已控制 说明:括号内为标准误。溢价率(1)、溢价率(3)分别表示引入区域公用品牌加入率这一机制变量前后的结果。区域公用品牌加入率(2)表示不同产业组织模式对农户区域公用品牌加入的影响。***表示1%的显著性水平。样本量为811个。 表 5 稳健性检验结果
Table 5. Robustness test results
变量名称 非木质林产品
经营收入(1)非木质林产品
经营收入(2)非木质林产品
经营收入(3)变量名称 非木质林产品
经营收入(1)非木质林产品
经营收入(2)非木质林产品
经营收入(3)横向合作模式 0.784 (0.131) *** 0.994 (0.150) *** 0.782 (0.166) *** 地区虚拟变量 未控制 已控制 已控制 纵向协作模式 2.570 (0.371) *** 2.682 (0.350) *** 1.910 (0.341) *** 常数项 9.743 (0.065) *** 9.046 (0.167) *** 9.110 (0.684) *** 控制变量 未控制 未控制 已控制 R2 0.116 0.191 0.367 说明:括号内为标准误。非木质林产品经营收入(1)、非木质林产品经营收入(2)、非木质林产品经营收入(3)分别表示不控制任何变量、控制地区虚拟变量、控制所有控制变量的结果。***表示1%的显著性水平。样本量为811个。 表 6 异质性检验
Table 6. Heterogeneity test
变量名称 经营规模 销售渠道 规模户组 普通户组 线上销售组 线下销售组 横向合作模式 1.230 (0.499) ** 1.306 (0.250) ***1.508 (0.497) *** 1.275 (0.222)*** 纵向协作模式 0.504 (0.640) 1.373 (0.459)*** 1.434 (0.698) ** 0.871 (0.490) * 控制变量 已控制 已控制 已控制 已控制 地区虚拟变量 已控制 已控制 已控制 已控制 常数项 11.81 (2.531) *** 13.52 (1.208) *** 6.635 (0.952) *** 21.84 (1.403)*** R2 0.883 0.843 0.529 0.817 说明:括号内为标准误。***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平。规模经营组和普通户组的样本量分别为110和701个;线上销售组和线下销售组的样本量分别为373和438个。 -
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